Page 19 - 4360

підставляючи у вирази f  числові значення всіх параметрів функції f, а
x
i
також оцінені раніше значення вхідних величин x .
i
Якщо вхідні величини x корельовані, то тоді
i
2
m   f  m 1 m f  f 

u   y   u 2   2x    u      ,x u x r x x , (3.2)
c   i i j i j
i 1   x  i  i 1 j i  1 x   x j
i
де r(x i, x j) коефіцієнт кореляції між вхідними величинами x i і x j, який
розраховують так:
n
  iq x i  x  x j 
x 
jq

r  ,x x  q 1 , (3.3)
i
j
n 2 n 2
  iq x i  jq x j 
x 
  x 
q 1 q 1
де n кількість кратних спостережень вхідних величин x i і x j; q  1 n 
змінний параметр; x і x оцінені значення вимірюваних величин x i і x j при їх
i j
багатократних спостереженнях.
Значення парного коефіцієнта кореляції r(x i, x j) може змінюватися в
діапазоні від 1 до +1.

Критерієм нехтування парним коефіцієнтом кореляції r(x i, x j) є умова:

r  ,x x j  n  2
i
 t p , (3.4)
1 r 2  ,x x j 
i
де t p коефіцієнт Стьюдента, що відповідає ймовірності P  P зад . (0,95; 0,99) і
числу ступенів свободи (n 2) [7].
Таким чином, залежність (3.2) використовується лише тоді, коли
здійснюють опрацювання результатів опосередкованих вимірювань при
багатократних спостереженнях вхідних величин (аргументів) x .
i
Сумарна стандартна невизначеність

Сумарну стандартну невизначеність   x розраховують так:
u
c
d
u   x  u 2   x   u 2  ,x (3.5)
c A Bi
i 1
де u   x стандартна невизначеність типу А результату вимірювання
A
величини х; u   x невизначеність типу В і-ого впливного фактора, що
Bi
визначається
і-тим джерелом похибки величини х; d кількість впливних факторів.
 
Слід відмітити, що розмірності u x , u   x , u   x є такими ж, як
c A Bi
розмірність вимірюваної величини х.

Розширена стандартна невизначеність

Розширені стандартні невизначеності U   y і U   x отримують
p p
 
множенням комбінованої стандартної невизначеності u y чи сумарної
c
стандартної невизначеності   x на фактор покриття k p, тобто
u
c
U   y  k u  ,y (3.6)
p p c
20